Zusammenfassung
Nicht nur in Deutschland, auch in anderen Ländern der westlichen Welt, ist es in den letzten Jahrzehnten zu einem Wandel geschlechtsspezifischen Bildungserfolgs in der Schule gekommen. Hatten Jungen in den 1960er-Jahren noch die höheren Bildungsabschlüsse, so sind es heute die Mädchen, die höhere Bildungszertifikate erwerben. Ein Grund, der für diesen Wandel in der Literatur häufig angeführt wird, ist, dass Jungen männliche Vorbilder in ihrem sozialen Umfeld (Familie und Schule) abhanden gekommen sind und sie deshalb geringere Schulleistungen erbringen. In diesem Beitrag wird auf Grundlage des Mikrozensus 2008 für den Gymnasialübergang untersucht, ob es für Jungen und Mädchen einen Unterschied macht, ob sie in Kernfamilien, bei alleinerziehenden Müttern oder mit alleinerziehenden Vätern aufwachsen. Ergebnis der Analysen ist, dass es keine Anhaltspunkte dafür gibt, dass das Fehlen des Vaters in der Familie zu einer Erklärung des Bildungsmisserfolges von Jungen beitragen kann.
Abstract
Not just in Germany, but also in other countries of the western world, gender-specific educational success has changed within the last decades: Whereas boys showed higher educational achievements in the 1960s, today it is the girls who obtain higher educational certificates. A number of scholars have pointed to the absence of male role models in boys’ social environment (family and school) as a reason for their worsening school performance. In this article, we use data from the German Micro-census 2008 to analyze the following question: Does it make a difference for boys’ and girls’ transition to academic track secondary school (Gymnasium) whether they grow up in a nuclear family or with single-mothers or single-fathers? The results of the analyses yield no evidence for the claim that the absence of fathers in the family has a negative impact on boys’ performance at school.
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Notes
Die Abiturquote bezieht sich hier auf die Personen mit allgemeiner Hochschulreife an den allgemeinbildenden Schulen, ohne Abiturienten an Abendrealschulen, Abendgymnasien, Kollegs und Externen. Die Personen mit allgemeiner Hochschulreife sind dabei in Relation zum alterstypischen Jahrgang gesetzt worden. Der alterstypische Jahrgang in Bundesländern mit 12 Jahren bis zum Abitur ist der Durchschnitt der 18- und 19-Jährigen, mit 13 Jahren bis zum Abitur der Durchschnitt der 19- und 20-Jährigen. Zudem wurde der doppelte Jahrgang im Saarland bereinigt eingeführt (Statistisches Bundesamt2011c).
Eine zweite Variante wäre das Oversampling dieser Gruppe in einem Datensatz. Dies ist jedoch bisher in keinem Datensatz geschehen.
In dieser Untersuchungspopulation befinden sich jedoch nur 164 Kinder in Haushalten mit alleinerziehendem Vater. Deshalb wurden zur Validierung der Ergebnisse die jeweiligen Analysen für eine größere Untersuchungspopulation durchgeführt. Hierfür wurde zusätzlich zum bisherigen Untersuchungssample die Population auf 13- bis 15-jährige (4. Jahr Grundschule) bzw. 15-jährige Kinder (6. Jahr Grundschule) ausgeweitet. Mit der Ausweitung der Untersuchungspopulation konnten 445 Kinder in Haushalten mit alleinerziehendem Vater identifiziert werden. Die Ergebnisse sind jedoch für beide Untersuchungssamples in gleicher Weise festzustellen. Deshalb verzichte ich auf die Darstellung der Ergebnisse für das ältere Sample.
Haushalt ist in diesem Fall gleichbedeutend mit dem Familienkonzept des Mikrozensus. Zur Codierung wurden an dieser Stelle nicht die „Haushalte“ des Mikrozensus, sondern die „Familien“ verwendet (zum Familienkonzept des Mikrozensus siehe: Lengerer et al.2007).
Man hätte für den beruflichen Status auch andere Maße wie beispielsweise den ISEI-Index (International Socio-Economic Index of Occupational Status) verwenden können. Die Wegener Prestige-Scores wurde speziell für den sozialen Status deutscher Berufe entwickelt und beschreibt daher den beruflichen Status der Berufe für Deutschland besser als der international vergleichende ISEI-Index. Zudem zeigte sich bei der Auswertung, dass die Wegener-Prestige-Scores eine (minimal) höhere statistische Voraussagekraft für den Gymnasialübergang haben als der ISEI-Index (Ergebnisse nicht gezeigt).
„Zu den Personen mit Migrationshintergrund gehört die ausländische Bevölkerung – unabhängig davon, ob sie im Inland oder im Ausland geboren wurde – sowie alle Zugewanderten unabhängig von ihrer Nationalität. Daneben zählen zu den Personen mit Migrationshintergrund auch die in Deutschland geborenen eingebürgerten Ausländer sowie eine Reihe von in Deutschland Geborenen mit deutscher Staatsangehörigkeit, bei denen sich der Migrationshintergrund aus dem Migrationsstatus der Eltern ableitet. Zu den letzteren gehören die deutschen Kinder (Nachkommen der ersten Generation) von Spätaussiedlern und Eingebürgerten und zwar auch dann, wenn nur ein Elternteil diese Bedingungen erfüllt, während der andere keinen Migrationshintergrund aufweist. Außerdem gehören zu dieser Gruppe seit 2000 auch die (deutschen) Kinder ausländischer Eltern, die die Bedingungen für das Optionsmodell erfüllen, d. h. mit einer deutschen und einer ausländischen Staatsangehörigkeit in Deutschland geboren wurden.“ (Statistisches Bundesamt2010).
Eine logistische Regression ist an dieser Stelle nicht angebracht, da sich die Koeffizienten in stufenweise aufgebauten Modellen unter Umständen nicht miteinander vergleichen lassen (siehe dazu: Mood2010). Allerdings wurden die Ergebnisse für Tab. 2 noch einmal mittels logistischer Regression berechnet, um die Ergebnisse abzusichern. Im vorliegenden Fall ist für die Koeffizienten für Kinder aus Alleinerzieherhaushalten in den einzelnen Modellen kein Unterschied (bei der Kontrolle auf zusätzliche Kovariate) zwischen den Odds-Ratios, linearen Wahrscheinlichkeiten und y-standardisierten (logistische Regression) Koeffizienten festzustellen (siehe Tab. 5 im Anhang).
Es wird in der empirischen Bildungsforschung zwar entweder der soziale Status der Eltern als Proxy für Einkommen verwendet oder sehr grobe Einkommenskategorien erhoben. Das Familienäquivalenzeinkommen, wie es in diesem Beitrag Verwendung findet, stellt eine genauere Messung des ökonomischen Kapitals dar. Zudem zeigt sich gerade unter Kontrolle des sozialen Status der Eltern, dass das ökonomische Kapital einen zusätzlichen Einfluss auf den Gymnasialübergang hat.
Die gleichen Ergebnisse zeigen sich auch in geschlechtergetrennten Modellen (nicht gezeigt). In geschlechtergetrennten Modellen lassen sich keine geschlechtergetrennten Effekte fast aller Kovariate feststellen. Einzig die Gemeindegröße sagt den Gymnasialübergang für beide Geschlechter unterschiedlich voraus. So zeigt sich, dass Mädchen in Großstädten (über 500,000 Einwohner) signifikant häufiger auf das Gymnasium übergehen als in Gemeinden mit weniger als 500,000 Einwohnern. Dies ist für Jungen tendenziell (nicht signifikant) umgekehrt festzustellen.
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Helbig, M. Brauchen Jungen männliche Vorbilder, um in der Schule erfolgreich zu sein?. Z Erziehungswiss 15, 597–614 (2012). https://doi.org/10.1007/s11618-012-0283-y
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